（濱州學(xué)院 山東濱州256603）

一、引言

經(jīng)過(guò)國(guó)內(nèi)外專(zhuān)家多年的研究，“股利之謎”仍未能完美解釋?zhuān)鱾€(gè)國(guó)家在資本市場(chǎng)、法律環(huán)境等方面存在差異外，傳統(tǒng)財(cái)務(wù)指標(biāo)之外的因素或許對(duì)股利政策產(chǎn)生著不可忽視的影響。由于投資者獲取和處理信息能力的限制、投資理念不成熟、判斷過(guò)度自信以及心理偏差的影響，其投資行為往往表現(xiàn)出過(guò)度交易、投機(jī)性強(qiáng)等特點(diǎn)。

投資者在二級(jí)市場(chǎng)上對(duì)股票的反應(yīng)會(huì)引起股價(jià)的波動(dòng)，而管理者制定股利政策時(shí)會(huì)考慮股票在二級(jí)市場(chǎng)上的表現(xiàn)，并在一定程度上會(huì)迎合投資者的需要，即投資者情緒會(huì)對(duì)現(xiàn)金股利政策產(chǎn)生影響。目前行為金融學(xué)對(duì)股利政策的研究?jī)H停留在管理者非理性的研究框架下，并未認(rèn)識(shí)到投資者的心理因素同樣會(huì)對(duì)股利政策產(chǎn)生影響，且目前對(duì)行為因素如何影響股利分配的定量方面的研究還很少。鑒于此，本文將投資者情緒納入研究模型，從微觀個(gè)體行為出發(fā)和產(chǎn)生該行為更深層的心理動(dòng)機(jī)預(yù)測(cè)我國(guó)上市公司現(xiàn)金股利政策的影響因素，以期對(duì)股利理論的多元化發(fā)展做出貢獻(xiàn)。此外，理解市場(chǎng)參與者的心理決策程序改善其非理性行為，將有助于引導(dǎo)投資者理性投資，通過(guò)制定相關(guān)法律法規(guī)規(guī)范各利益主體的行為，促進(jìn)我國(guó)資本市場(chǎng)的繁榮快速發(fā)展。

二、文獻(xiàn)評(píng)述

現(xiàn)金股利政策的制定并不是只受某一特定因素的影響，而是多個(gè)影響因素共同作用的結(jié)果，如公司的財(cái)務(wù)特征、股權(quán)結(jié)構(gòu)、股利連續(xù)性以及國(guó)家的相關(guān)制度等。

西方財(cái)務(wù)界對(duì)股利政策的研究始于1956年Lintner的股利行為模型。之后的MM理論建立了在嚴(yán)格假設(shè)下公司的股利政策與公司價(jià)值無(wú)關(guān)的假說(shuō)。

由于MM理論的完美假設(shè)條件在現(xiàn)實(shí)中不存在，大量學(xué)者通過(guò)放松其假設(shè)條件試圖進(jìn)一步研究 “股利之謎”。Baker和Wurgler（2002）放松了MM理論的有效市場(chǎng)假定，構(gòu)建了“迎合理論”。從投資者需求研究管理者發(fā)放股利的動(dòng)機(jī)，很好地解釋了美國(guó)1962年到2000年股利分配的趨勢(shì)以及1978年以后股利支付銳減的原因。

投資者對(duì)現(xiàn)金股利的偏好時(shí)常發(fā)生變化，進(jìn)而影響股票價(jià)格。黃果、陳收（2004）指出投資者受非理性因素和現(xiàn)金股利所得稅的影響使其偏好股票股利和資本金轉(zhuǎn)增股本。但是王曼舒、齊寅峰（2005）通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，上市公司的股利發(fā)放不以企業(yè)特征、財(cái)務(wù)狀況為基礎(chǔ)，公司管理者并沒(méi)有為迎合投資者偏好發(fā)放現(xiàn)金股利，質(zhì)疑迎合理論的適用性。

縱觀國(guó)內(nèi)外關(guān)于現(xiàn)金股利政策影響因素的研究文獻(xiàn)，有些學(xué)者利用傳統(tǒng)指標(biāo)進(jìn)行實(shí)證分析，有的學(xué)者運(yùn)用行為金融理論解釋企業(yè)股利政策“異象”，但是“股利之謎”仍困擾著理論界和實(shí)務(wù)界，尚需學(xué)者結(jié)合本國(guó)證券市場(chǎng)實(shí)際進(jìn)一步探索研究。

三、實(shí)證研究

（一）研究目的

本文試圖在控制技術(shù)性因素影響的基礎(chǔ)上，計(jì)量股利政策與投資者情緒之間的關(guān)聯(lián)性，為股利政策的理論解釋提供進(jìn)一步的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

（二）模型、變量和研究假設(shè)

本文主要運(yùn)用SPSS 17.0統(tǒng)計(jì)軟件估計(jì)投資者情緒對(duì)現(xiàn)金股利發(fā)放率的解釋力。另外，筆者在模型中引入了行業(yè)因素作為控制變量，以篩除行業(yè)因素對(duì)薪金股利政策的影響。變量說(shuō)明見(jiàn)下頁(yè)表1。

賬面市值比效應(yīng)是投資者對(duì)公司的基本面反應(yīng)過(guò)度造成的。賬面市值比過(guò)高說(shuō)明投資者對(duì)公司股票的價(jià)值非理性地低估；高賬面市值比則是投資者對(duì)公司股票價(jià)值過(guò)度高估造成的（Lakonishok，1994）。投資者過(guò)度悲觀或樂(lè)觀態(tài)度使股票偏離其基本價(jià)值。過(guò)度悲觀使得公司股價(jià)被嚴(yán)重低估，導(dǎo)致外部融資成本高，管理者傾向于內(nèi)源融資，現(xiàn)金股利的支付率減小。本文采用賬面市值比指標(biāo)衡量投資者情緒，故假設(shè)如下：賬面市值比越大，每股現(xiàn)金股利越小。

根據(jù)前文的理論分析和實(shí)證假設(shè)，建立如下實(shí)證模型：

（三）樣本選取和相關(guān)性分析

1.樣本選取。本文以截至2009年1月1日在深滬證券交易所所有A股上市公司為初始樣本，觀測(cè)其2010、2011、2012年度的數(shù)據(jù)，排除金融行業(yè)和ST、*ST公司后共4 488個(gè)樣本，在此基礎(chǔ)上，剔除向部分股東分紅的樣本7個(gè)，剔除數(shù)據(jù)不完整（資產(chǎn)負(fù)債率缺失）的樣本1個(gè)，篩選后得到有效樣本數(shù)為4 480個(gè)。

2.相關(guān)性分析。如果解釋變量之間高度相關(guān)或存在多重共線(xiàn)性容易導(dǎo)致對(duì)假設(shè)檢驗(yàn)做出錯(cuò)誤的判斷。本文通過(guò)相關(guān)性分析來(lái)檢驗(yàn)解釋變量之間是否存在多重共線(xiàn)性，相關(guān)性分析結(jié)果見(jiàn)表2。

通過(guò)表2的全樣本相關(guān)性分析可以看出，各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)比較小。上年派現(xiàn)人民幣和每股收益之間的相關(guān)系數(shù)最大，為0.674，其次是每股收益與每股經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量，系數(shù)為0.394。一般認(rèn)為，相關(guān)系數(shù)大于0.8為線(xiàn)性相關(guān)，所以解釋變量之間沒(méi)有顯著的相關(guān)關(guān)系，不存在多重共線(xiàn)性問(wèn)題，各解釋變量可以進(jìn)入回歸方程進(jìn)行回歸分析。

（四）實(shí)證分析

1.描述性分析。本文采用SPSS 17.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)解釋變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，如下頁(yè)表3所示。

完成打底層焊接后，要對(duì)焊縫正面進(jìn)行清根打磨，把焊縫打磨平整便于下一層的焊接，也能更好的保證焊接質(zhì)量。由于打磨光滑后的打底層較薄，所以在接下來(lái)的填充層應(yīng)采用較小的焊條直徑和較小的焊接參數(shù)進(jìn)行填充。

由描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，2010年與2011年和2012年相比，賬面市值比的極小值、極大值和均值都處于較低水平。低賬面市值比說(shuō)明投資者過(guò)度高估了公司股票價(jià)值，在此情況下，管理者更傾向于外源融資。2010年，融資是股市的最大成就，募集資本全球領(lǐng)先。股權(quán)融資成為證券市場(chǎng)的“重頭戲”。 2012年，受歐債危機(jī)蔓延的影響，國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)處于下滑態(tài)勢(shì)，投資者對(duì)公司股票價(jià)值持悲觀情緒，賬面市值比較大，過(guò)度悲觀使得公司股價(jià)被嚴(yán)重低估，導(dǎo)致外部融資成本高，管理者傾向于內(nèi)源融資，現(xiàn)金股利的支付率減小。

2.回歸分析。在研究假設(shè)、模型構(gòu)建、樣本選取和描述性分析基礎(chǔ)上，運(yùn)用SPSS 17.0對(duì)樣本進(jìn)行檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見(jiàn)下頁(yè)表4。

根據(jù)表4的統(tǒng)計(jì)結(jié)果，模型的整體擬合效果比較理想。F值為373.916，說(shuō)明變量間呈高度線(xiàn)性相關(guān)。D.W檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)殘差序列的自相關(guān)性，如果殘差項(xiàng)不獨(dú)立，那么對(duì)線(xiàn)性回歸方程的任何估計(jì)與假設(shè)所得出的結(jié)論都是不可靠的。一般情況下，D.W統(tǒng)計(jì)量的值偏離2越遠(yuǎn)，殘差存在自相關(guān)的可能性越大，本模型中D.W為1.656，處于可接受的范圍。擬合優(yōu)度R2指回歸方程對(duì)觀測(cè)值的擬合程度，其值介于0和1之間，一般情況下，R2值越接近于1，回歸方程對(duì)觀測(cè)值的解釋作用越好。本文的檢驗(yàn)中擬合優(yōu)度為80.7%。由于影響上市公司現(xiàn)金股利分配政策的因素很復(fù)雜，本文只是研究現(xiàn)金股利和其影響因素之間的相互關(guān)系，此擬合優(yōu)度足以說(shuō)明問(wèn)題，因此，用該模型解釋現(xiàn)金股利的影響因素是比較成功的。

表1 變量說(shuō)明表

表2 各解釋變量相關(guān)性分析表

從回歸結(jié)果來(lái)看，賬面市值比與每股現(xiàn)金股利顯著負(fù)相關(guān)，即投資者的過(guò)度樂(lè)觀或悲觀情緒對(duì)現(xiàn)金股利政策影響顯著。投資者的情緒是通過(guò)影響二級(jí)市場(chǎng)上公司的股價(jià)，進(jìn)而影響公司融資政策發(fā)揮作用的。投資者對(duì)股票過(guò)度悲觀使得公司的股價(jià)被嚴(yán)重低估，使得公司外部融資成本變高，這樣管理者傾向于內(nèi)源融資而減少現(xiàn)金股利的發(fā)放。投資者情緒越大，造成股票價(jià)格偏離其基本價(jià)值的程度越大，對(duì)現(xiàn)金股利政策的影響也就越明顯。

表3 解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表4 模型回歸結(jié)果

四、政策意義

鼓勵(lì)機(jī)構(gòu)投資者加大投資比例，提高投資者隊(duì)伍的整體素質(zhì)。我國(guó)證券市場(chǎng)上的投資者以中小散戶(hù)居多，他們信息處理能力有限，投資理念不成熟，投機(jī)行為嚴(yán)重。大多數(shù)中小投資者在行情上漲時(shí)大量買(mǎi)進(jìn)，而在行情下跌時(shí)大量賣(mài)出，常常成為股市的犧牲者。相對(duì)而言，機(jī)構(gòu)投資者擁有較強(qiáng)的資金實(shí)力、豐富的投資理論知識(shí)和實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)，投資行為更加理性。不僅如此，機(jī)構(gòu)投資者還可以通過(guò)集中中小投資者的資金，運(yùn)用投資組合理論降低風(fēng)險(xiǎn)。加大機(jī)構(gòu)投資者的投資比例有利于增加證券市場(chǎng)中理性因素，使整個(gè)證券市場(chǎng)上的投資理念更加成熟，從而加快其健康發(fā)展的步伐。

投資者情緒對(duì)現(xiàn)金股利政策的影響很大程度上是由于投資者和管理層之間的信息不對(duì)稱(chēng)造成的，加強(qiáng)信息披露的透明度增強(qiáng)了投資者信息處理能力，避免個(gè)體受其他投資者盲目投資行為的影響，創(chuàng)造良好的投資環(huán)境，穩(wěn)定投資者對(duì)股票市場(chǎng)乃至整個(gè)資本市場(chǎng)的興趣和信心，讓資本市場(chǎng)成為拉動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)鍵因素。